擴大進口、消費需求與產(chǎn)業(yè)結構升級

柳 凱 馮 偉

（1.東南大學成賢學院經(jīng)濟管理學院，江蘇南京 210088；2.東南大學經(jīng)濟管理學院，江蘇南京 211189）

一、引言

隨著世界百年未有之大變局加速演進，新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革迎來了新的發(fā)展機遇。當前，國內(nèi)生產(chǎn)模式和產(chǎn)業(yè)組織方式仍然有待創(chuàng)新，供給體系與需求結構的適配性仍然偏低。如何抓住新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革發(fā)展機遇，培育一批戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型并向高端化、綠色化、智能化、融合化方向發(fā)展，建設現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系，是中國面臨的重要課題。

中共十八大以來，國家以開放促進深層次改革，推動外貿(mào)實現(xiàn)較快增長，提出要在穩(wěn)定出口的同時，積極主動擴大進口，促進國內(nèi)供給體系質(zhì)量提升。由此可見，擴大進口是推動供給側(cè)結構性改革的重要政策手段，而消費需求在經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著基礎性作用。在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整背景下，必須以擴大進口為切入點，積極拉動消費需求，推動產(chǎn)業(yè)結構升級，實現(xiàn)需求與供給良性互動，為加快構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局夯實產(chǎn)業(yè)基礎。

二、文獻綜述

學界相關研究文獻可以分為以下三類，即進口對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究，進口對消費需求的影響研究以及消費需求對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究。

一是關于進口對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究。在進口對產(chǎn)業(yè)結構升級具有積極作用方面，學界基本形成了一致的結論。在產(chǎn)業(yè)結構影響因素研究方面，主要涉及技術創(chuàng)新、要素集聚、金融創(chuàng)新、數(shù)字經(jīng)濟以及市場規(guī)模等。在具體研究中，學界主要從中間品進口視角來分析進口對產(chǎn)業(yè)結構的影響。一些學者認為，中間品進口彌補了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)在核心技術和零部件方面的短板（戴翔，2019；馬林靜，2022）[1，2]，并在產(chǎn)業(yè)結構高級化進程中發(fā)揮了正向推動作用（高新和方敏婕，2022）。[3]進口貿(mào)易影響產(chǎn)業(yè)結構的作用機制主要涉及技術溢出效應和進口競爭效應，其中，技術溢出效應有利于提高進口國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（楊繼軍等，2020；金成國等，2021）。[4，5]進口會加劇國內(nèi)市場競爭，倒逼國內(nèi)企業(yè)不斷增加研發(fā)投入，提升產(chǎn)品質(zhì)量（Boler et al.，2015；顓孫書勤，2019）。[6，7]近些年來，中國不斷優(yōu)化進口商品結構，消費品進口占比不斷上升，但學界關于消費品進口增加對產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生何種影響的研究文獻較少。

二是關于進口對消費需求的影響研究。擴大內(nèi)需是構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的戰(zhàn)略基點，而消費需求是國內(nèi)需求中最為主要也是最富活力的組成部分。因此，如何賦能消費升級成了學界關注的焦點。易先忠和孫思意（2022）認為，國內(nèi)產(chǎn)品標準和消費政策應起到引領高質(zhì)量消費需求的作用，形成需求引致創(chuàng)新的良好政策環(huán)境。[8]孫睿（2023）研究發(fā)現(xiàn)，跨境電商與居民消費需求增長之間存在非線性關系，對外開放水平較高時，跨境電商賦能消費需求的作用更強。[9]楊碧云等（2023）指出，數(shù)字經(jīng)濟是促進消費升級的重要手段，助推消費升級的機制主要涉及增加居民收入、緩解家庭融資約束以及降低家庭儲蓄動機。[10]在關于高質(zhì)量外部供給對國內(nèi)消費需求的創(chuàng)造效應研究方面，戴翔（2019）認為，擴大最終消費品進口可以激發(fā)潛在高端消費需求和擴大消費需求規(guī)模，這意味著作為外部供給的進口行為可以催生和創(chuàng)造新的需求。一方面，進口可以增加消費者可供選擇的消費品種類，從而改變國內(nèi)消費者的行為偏好，有效促進消費結構升級（嚴先溥，2018）。[11]另一方面，進口競爭會導致價格成本加成的下降效應（Calbral ＆ Manteu，2010；Devereux ＆ Lee，2001）[12，13]，促進進口國增加進口需求，從而改善進口國消費者福利水平。

三是關于消費需求對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究。根據(jù)Schmookler（1966）的“需求引致創(chuàng)新”理論，市場需求是驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新的原動力。[14]究其原因，高端消費需求是本土企業(yè)創(chuàng)新的壓力來源，消費者對產(chǎn)品質(zhì)量要求越苛刻，企業(yè)越有動力改進產(chǎn)品質(zhì)量和服務。顯然，企業(yè)創(chuàng)新是推動產(chǎn)業(yè)升級的重要因素，而消費升級可以視為需求端對產(chǎn)業(yè)升級的牽引機制。楊天宇和陳明玉（2018）認為，消費升級通過“恩格爾效應”和“鮑莫爾效應”，推動產(chǎn)業(yè)結構向中高端轉(zhuǎn)變。[15]一方面，隨著人均可支配收入的增加，對高收入彈性的產(chǎn)品需求增加，高端產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中的占比不斷提高，表現(xiàn)為制造業(yè)和服務業(yè)的高端化；另一方面，向高端化演變的消費需求加強了企業(yè)技術創(chuàng)新的動力，使高端化、智能化產(chǎn)業(yè)逐漸取代傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級（龍少波和丁點爾，2022；劉洋，2023）。[16，17]

綜上，學界普遍認同進口對國內(nèi)消費與生產(chǎn)的積極影響以及國內(nèi)消費需求對產(chǎn)業(yè)結構升級的拉動作用，但現(xiàn)有研究文獻仍然存在以下不足：在分析進口對國內(nèi)消費與生產(chǎn)的影響時，往往將三者之間的關系割裂開來，雖有少數(shù)學者從需求引致創(chuàng)新視角討論了擴大進口的“需求創(chuàng)造”效應，但沒有進一步引申出由此產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)結構升級效應，缺乏對擴大進口、消費需求與產(chǎn)業(yè)結構之間鏈式關系的理論分析與實證檢驗。筆者的邊際貢獻在于：（1）將消費需求作為國外供給與國內(nèi)生產(chǎn)的連接點，分析外部供給的“需求創(chuàng)造效應”與國內(nèi)消費需求的“創(chuàng)新引致效應”的互動關系，進而揭示國外進口、國內(nèi)消費與生產(chǎn)之間的鏈式影響途徑。（2）立足擴大內(nèi)需的戰(zhàn)略基點，從消費需求的“質(zhì)”與“量”出發(fā)，厘清擴大進口助力產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制，從而為在新發(fā)展格局下引導產(chǎn)業(yè)和消費雙升級提供新的經(jīng)驗證據(jù)。

三、理論分析與研究假說

進口是連接國內(nèi)循環(huán)和國際循環(huán)的關鍵紐帶，有利于推動國內(nèi)消費需求“量質(zhì)”齊升，補齊供給體系中的“短板”和“缺口”。擴大進口是滿足消費升級的順勢之舉，必將引領消費結構“質(zhì)”的遷移及消費規(guī)?！傲俊钡奶嵘?。而從供需關系看，滿足國內(nèi)市場主體消費需求是生產(chǎn)的最終目的?？梢哉J為，消費結構與規(guī)模的變動是引領產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的關鍵所在。

首先，擴大進口可以通過優(yōu)化消費結構對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生示范效應（李輝等，2016）。[18]在需求側(cè)，擴大進口可以從外部增加高質(zhì)量產(chǎn)品和服務供給，從而引致對高端產(chǎn)品的需求。中國居民收入水平逐年提高，為擴大進口、催生消費需求提供了現(xiàn)實基礎。林德的需求重疊理論（The overlapping demand theory）認為，兩國的需求結構是否趨近取決于居民人均收入水平。因此，隨著中國居民收入水平的提高，需求結構必然向高端化轉(zhuǎn)移，而由高端需求引致的企業(yè)創(chuàng)新將對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生重要的推動作用。企業(yè)對國內(nèi)需求最為敏感，當進口催生出新的國內(nèi)需求時，企業(yè)會迅速捕捉消費者的偏好特征，從而不斷引導國內(nèi)產(chǎn)業(yè)向智能化、綠色化、數(shù)字化轉(zhuǎn)型。如對高端電子產(chǎn)品的需求將提升高新技術產(chǎn)品的市場占比，從而使第二產(chǎn)業(yè)向高端化躍遷（黃玖立，2019）。[19]同時，服務型消費需求增加也會使第三產(chǎn)業(yè)的占比上升。此外，擴大進口還可以通過優(yōu)化消費結構對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生競爭效應。邁克爾波特認為，激烈的國內(nèi)競爭是企業(yè)參與創(chuàng)新、改進產(chǎn)品和服務的根本動力。因此，擴大進口勢必加劇國內(nèi)市場競爭程度，激勵國內(nèi)企業(yè)加強技術創(chuàng)新，提高高端產(chǎn)品的供給能力（黃雋和李冀愷，2018）。[20]基于此，提出假設1：

H1：擴大進口可以通過優(yōu)化消費結構拉動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級。

其次，擴大進口可以通過擴大消費規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生規(guī)模效應。在需求側(cè)，以個性化為特征的高水平消費需求成為消費升級的重要特征。但由于國內(nèi)供需結構錯配，大量高端消費需求不能在國內(nèi)釋放或以“海淘”等形式流向境外。顯然，在產(chǎn)業(yè)結構升級滯后于需求升級的情況下，擴大進口已經(jīng)成為釋放國內(nèi)高水平消費需求的現(xiàn)實選擇。

國外新產(chǎn)品大量進入國內(nèi)市場會引致國內(nèi)消費業(yè)態(tài)的結構性變化，推動大眾消費向圈層消費擴展。Kendall ＆ Tsui（2012）認為，圈層消費能夠產(chǎn)生“長尾效應”。[21]當消費者根據(jù)自身興趣和社交需求形成特定的圈層時，在數(shù)字經(jīng)濟的助推下，原本屬于小眾市場的圈層消費可能形成超大規(guī)模甚至超過主流消費的市場。由此產(chǎn)生的規(guī)模效應將激勵企業(yè)針對相應的圈層進行產(chǎn)品細化，構建產(chǎn)業(yè)鏈，通過集聚效應，降低生產(chǎn)成本，拉動經(jīng)濟發(fā)展。在這個過程中，新的商業(yè)模式以及新興產(chǎn)業(yè)逐漸涌現(xiàn)。同時，企業(yè)根據(jù)需求端反饋的信號對生產(chǎn)要素進行重新配置，將資本、技術等生產(chǎn)要素向新興行業(yè)轉(zhuǎn)移，對國內(nèi)傳統(tǒng)行業(yè)和產(chǎn)品產(chǎn)生擠出效應，直接引致生產(chǎn)最終商品的企業(yè)產(chǎn)出發(fā)生相應變動，進而推動產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生變化（趙鑫全，2020）。[22]此外，在圈層消費形成較大市場規(guī)模后，進口品牌將設計、研發(fā)和營銷等增值環(huán)節(jié)更多轉(zhuǎn)移到中國，以適應品牌“本土化”需求（羅立彬等，2019）[23]，對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生顯著的知識溢出效應?；诖?，提出假設2：

H2：擴大進口可以通過擴大消費規(guī)模拉動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級。

孫早和宗睿（2022）認為，收入分配不平等會對消費需求的高端化傾向產(chǎn)生抑制作用。[24]因此，要有效釋放擴大進口推動高端消費需求的潛力，以高端消費需求拉動技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級，必須有效解決收入分配不平等的問題，緩解居民收入約束。候燕磊（2023）指出，金融發(fā)展起到了改善居民收入分配差距的作用。[25]這是因為普惠金融降低了金融準入門檻，提高了金融服務的可得性，低收入群體也可以從金融市場獲取收入，從而提高潛在高端消費需求的現(xiàn)實轉(zhuǎn)化能力。隨著金融市場與數(shù)字技術的交叉融合不斷深化，金融服務可得性進一步提升。最終，收入分配狀況的改善將擴大創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)模，對該類產(chǎn)品的研發(fā)和生產(chǎn)產(chǎn)生更大的促進作用（孫巍和夏海利，2022）。[26]由此可見，金融發(fā)展水平在“擴大進口—消費擴容—產(chǎn)業(yè)結構升級”的作用鏈條中可能起到正向調(diào)節(jié)作用。基于此，提出假設3：

H3：金融發(fā)展水平在對擴大進口進而促進消費擴容、產(chǎn)業(yè)升級的鏈條中存在正向調(diào)節(jié)作用。

四、模型構建、變量選取及數(shù)據(jù)來源

（一）模型構建

構建雙向固定效應模型實證檢驗擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，模型公式如下：

其中，i表示省份，t表示年份，indit表示省份i第t年的產(chǎn)業(yè)結構，為被解釋變量；polit表示省份i第t年的進口規(guī)模變動，為核心解釋變量；Controlsit為控制變量集；μi、vt分別表示省份固定效應和時間固定效應，εit為隨機擾動項。式（1）中，α1為核心估計系數(shù)，如果α1顯著為正，說明擴大進口確實能夠推動產(chǎn)業(yè)結構升級，反之該假設不成立。

（二）變量選取

1.被解釋變量。關于產(chǎn)業(yè)結構升級，借鑒蔡春林和張霜（2023）的方法[27]，將第一、二、三產(chǎn)業(yè)均納入指標測算中，以此反映各個產(chǎn)業(yè)相對結構的變化，具體測算公式為：

其中：I1、I2和I3分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比值；ind表示三次產(chǎn)業(yè)間的升級關系，該值越大表明地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構層次越高。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為擴大進口規(guī)模（pol），以進口總額占GDP的比值衡量。

3.控制變量。為保障實證結果的有效性，結合已有文獻，控制了其他可能影響到產(chǎn)業(yè)結構升級的因素，包括：城鎮(zhèn)化率（urb），采用城鎮(zhèn)人口占比衡量；外商直接投資（fdi），采用實際利用外商直接投資額衡量，取對數(shù)處理；人力資本（edu），采用接受高等教育的人數(shù)比例衡量；創(chuàng)新能力（inno），采用專利申請授權數(shù)衡量，取對數(shù)處理；政府干預強度（gov），采用政府一般預算支出占GDP的比值衡量。

4.中介變量。中介變量有兩個，一是消費結構（con）。為檢驗擴大進口的政策效應對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制，在理論機制檢驗部分引入消費結構指標。本研究將八類居民消費歸為三個種類，分別是生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費。由于發(fā)展型消費和享受型消費刻畫了高層次消費需求，筆者將發(fā)展型消費和享受型消費支出占家庭總消費的比值定義為消費結構升級的程度。二是消費規(guī)模（dem）。采用社會消費品零售總額占GDP的比值衡量。

5.調(diào)節(jié)變量。為了檢驗金融發(fā)展水平對擴大進口和產(chǎn)業(yè)結構升級的調(diào)節(jié)效應，引入了金融發(fā)展水平指標（fin），以金融機構存貸款總額占GDP的比值衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量描述

選取2013—2021年全國30個省份（不含港澳臺地區(qū)及西藏）的省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來自各省份相應年份統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計年鑒。主要變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

（一）基準回歸分析

選取雙向固定效應模型對式（1）進行回歸，分析擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。估計結果如表2所示。其中，列（1）僅加入核心解釋變量并控制雙向固定效應，核心估計系數(shù)為正且在1%的水平上顯著。在列（2）～列（6）模型中逐步加入控制變量后，核心解釋變量估計系數(shù)的顯著性仍然保持不變。由回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級均具有顯著正向效應，與筆者的理論預期相符。對比加入控制變量前后的估計結果，在逐步加入控制變量后，核心解釋變量的估計系數(shù)有所上升。考察控制變量的回歸結果，除對外直接投資在1%的水平上顯著，人力資本、城鎮(zhèn)化率、創(chuàng)新水平和政府干預強度對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響均不顯著。

表2 雙向固定效應模型回歸結果

（二）內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性討論

考慮到擴大進口和產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在雙向因果關系，這可能造成內(nèi)生性問題，采用每萬人移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的自然對數(shù)作為擴大進口的工具變量?；ヂ?lián)網(wǎng)用戶數(shù)量不斷增加能夠擴大跨境電商進口規(guī)模，表明選取的工具變量與本研究的內(nèi)生解釋變量相關。同時，互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)量與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構沒有直接內(nèi)生關系，符合外生性要求。

在此基礎上，采用工具變量兩階段最小二乘法對基準回歸結果進行檢驗。首先檢驗工具變量的有效性。兩階段最小二乘法第一階段計算的F統(tǒng)計量約為20.43，遠大于10，且在1%的水平上顯著，說明不存在弱工具變量的問題。DWH 檢驗結果表明，卡方統(tǒng)計量和F 統(tǒng)計量的P 值均小于0.05，故可以認為解釋變量具有內(nèi)生性。表3 列（5）～列（6）給出了采用工具變量控制內(nèi)生性問題的回歸結果。從工具變量基準回歸結果看，擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級仍是正向且顯著的，符號方向、顯著程度均與基準回歸結果一致，說明在考慮內(nèi)生性問題的條件下，筆者的研究結論仍比較穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗

2.穩(wěn)健性檢驗

采取多種方法進行穩(wěn)健性檢驗。（1）變換被解釋變量的計算方法。借鑒李曉鐘和葉昕（2021）的處理方法[28]，以第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比值衡量產(chǎn)業(yè)升級水平；（2）擴大進口對產(chǎn)業(yè)升級的影響可能存在滯后性，因此將解釋變量滯后1 期再進行檢驗；（3）含有直轄市的樣本數(shù)據(jù)可能對結果的準確性有一定影響，故刪除了北京、上海、天津和重慶4個直轄市的樣本數(shù)據(jù)；（4）極端值可能會影響估計結果的準確性，對所有連續(xù)變量采取1%分位和99%分位的縮尾處理。在式（1）基礎上對上文的研究結論進行檢驗，估計結果如表3 列（1）～列（4）所示?？梢钥闯?，在排除不同類型因素可能帶來的干擾后，估計結果與上文結論保持一致。綜合上述穩(wěn)健性檢驗，可以發(fā)現(xiàn)筆者的研究結論具有較好的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

為檢驗擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響是否受到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異和區(qū)域技術水平發(fā)展差異的制約，按照人均GDP 中位數(shù)將30個省份劃分為經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)，按照技術市場成交額的中位數(shù)劃分為技術發(fā)展水平較強地區(qū)和技術發(fā)展水平較弱地區(qū)，以此檢驗擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生的異質(zhì)性影響，結果如表4所示。

表4 異質(zhì)性檢驗結果

由表4 可以看出，擴大進口對經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著正向影響，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，對經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級影響為負但不顯著，這可能是因為可支配收入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平正相關。根據(jù)凱恩斯絕對收入理論，可支配收入是決定消費需求的最主要因素。在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，在擴大進口釋放居民消費潛力時，可支配收入能夠形成強有力的支撐，從而拉動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級；而在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，擴大進口賦能產(chǎn)業(yè)結構升級的動力機制將受到相對較低的可支配收入的阻滯。

此外，擴大進口對科技發(fā)展水平較強地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著正向影響，在1%的水平上顯著；對科技發(fā)展水平較低地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級影響為負，在10%的水平上顯著。原因可能是：一方面，科技發(fā)展水平較強的地區(qū)集聚了豐裕的資金、技術等資源，在擴大進口引領和創(chuàng)造消費需求時，地區(qū)企業(yè)能夠迅速作出反應，憑借資源稟賦優(yōu)勢，推動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級進而適配新的消費需求。另一方面，技術資源集聚可以引致該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚，由此產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)協(xié)同效應能夠讓地區(qū)企業(yè)迅速實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，有效降低生產(chǎn)成本，達到產(chǎn)業(yè)結構升級的目的；而在科技發(fā)展水平較低的地區(qū)，技術資源較難獲取或獲取成本較高，產(chǎn)業(yè)結構升級缺少技術支撐。

（四）中介效應檢驗

為驗證假設H2，選取消費結構（con）和消費規(guī)模（dem）作為中介變量，以檢驗擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制。借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究方法[29]，在式（1）基礎上構建了式（3）和式（4）所示的中介效應模型。首先，若式（1）中α1顯著，說明擴大進口可以影響產(chǎn)業(yè)結構升級。其次，檢驗核心解釋變量對中介變量的影響效應，即β1的顯著性。然后在基準回歸模型中加入中介變量，檢驗其對被解釋變量的影響，即γ2的顯著性。若γ1和γ2均顯著，且γ1＜α1，說明存在部分中介效應；若γ2顯著而γ1不顯著，說明存在完全中介效應。具體估計結果如表5所示。

表5 中介效應檢驗結果

表5 中的列（1）為基準檢驗回歸結果，列（2）為考察擴大進口對中介變量消費結構影響的回歸結果。列（2）中，核心解釋變量的估計系數(shù)為0.26，在1%的水平上顯著為正，說明擴大進口能夠優(yōu)化消費結構。列（3）為同時納入核心解釋變量和中介變量消費結構的回歸結果，核心解釋變量和中介變量消費結構的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，且核心解釋變量的估計系數(shù)較基準回歸模型有所下降，說明消費結構發(fā)揮了部分中介效應，占總效應的比重為29.23%。由此，驗證了假設H1，證實了筆者對“擴大進口—消費結構優(yōu)化—產(chǎn)業(yè)結構升級”這一影響途徑的理論猜想，即擴大進口能夠通過優(yōu)化消費結構拉動產(chǎn)業(yè)結構升級。

表5 列（4）考察了擴大進口對中介變量消費規(guī)模的影響，核心解釋變量的估計系數(shù)為0.139，并在5%的水平上顯著為正，說明擴大進口能夠擴大消費規(guī)模。列（5）為同時納入核心解釋變量和中介變量消費規(guī)模后的回歸結果，核心解釋變量和中介變量消費規(guī)模的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，且核心解釋變量的估計系數(shù)較基準回歸模型有所下降，說明消費規(guī)模同樣發(fā)揮了部分中介效應，占總效應比重為20%。由此，驗證了假設H2，證實了筆者對“擴大進口—消費規(guī)模擴大—產(chǎn)業(yè)結構升級”這一影響途徑的理論猜想，即擴大進口可以通過擴大消費規(guī)模來完善產(chǎn)業(yè)結構。

進一步地，從擴大進口的“需求創(chuàng)造效應”進行分析，發(fā)現(xiàn)其產(chǎn)生的消費結構優(yōu)化效應明顯強于消費規(guī)模擴大效應，說明擴大進口更多地表現(xiàn)為對居民消費層次的影響，對消費規(guī)模的影響則相對較弱。從消費需求的“創(chuàng)新引致效應”看，消費規(guī)模擴大對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響要強于消費結構優(yōu)化。原因在于：消費規(guī)模的擴大主要表現(xiàn)為消費業(yè)態(tài)的更迭，即新消費業(yè)態(tài)的規(guī)模化擴張和傳統(tǒng)消費業(yè)態(tài)的萎縮。在這一過程中，勞動、資本等生產(chǎn)要素在不同業(yè)態(tài)之間的調(diào)整和重新配置過程相對直接。消費結構的優(yōu)化主要作用于企業(yè)創(chuàng)新，而企業(yè)對產(chǎn)品、技術和生產(chǎn)流程的革新往往需要較長的時間。

（五）調(diào)節(jié)效應檢驗

為驗證假設H3，分析金融發(fā)展水平（fin）對擴大進口和產(chǎn)業(yè)結構升級影響的調(diào)節(jié)作用，借鑒尚婷等（2023）的做法[30]，構建了如式（5）所示的調(diào)節(jié)效應模型，其中，納入金融發(fā)展水平與核心解釋變量的交互項，以檢驗其對被解釋變量的影響，即λ2的顯著性。如果系數(shù)檢驗結果顯著，則說明調(diào)節(jié)效應成立。

對式（5）分別進行全樣本回歸和分組回歸檢驗，以分析在異質(zhì)性條件下交互項對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。表6 展示了以產(chǎn)業(yè)結構升級為因變量、以金融發(fā)展水平為調(diào)節(jié)變量的回歸結果。由表6可以看出，全樣本檢驗的交互項系數(shù)為0.039，且在1%的水平上顯著，表明金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向調(diào)節(jié)效應是成立的，假設H3得以驗證。從分組回歸檢驗結果看，除經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)外，不同異質(zhì)性條件下的交互項系數(shù)均為正，且至少在5%的水平上顯著。橫向比較分組回歸檢驗的交互項系數(shù)大小，金融發(fā)展水平在科技發(fā)展水平較弱地區(qū)的正向調(diào)節(jié)作用最強，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的調(diào)節(jié)作用則略強于科技發(fā)展水平較強地區(qū)。

表6 調(diào)節(jié)效應檢驗結果

六、研究結論與對策建議

（一）研究結論

選取2013—2021 年全國30 個省份的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，從理論和實證兩方面探究了擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。實證結果顯示：（1）擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著正向效應，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗且控制內(nèi)生性問題后，研究結論仍然是穩(wěn)健的。（2）中介效應檢驗結果顯示，消費結構優(yōu)化和消費規(guī)模擴大是擴大進口促進產(chǎn)業(yè)結構升級的作用渠道。（3）異質(zhì)性分析結果表明，擴大進口對經(jīng)濟水平較高地區(qū)和技術水平較強地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用更加顯著。（4）調(diào)節(jié)效應檢驗結果表明，不斷提升金融發(fā)展水平有助于進一步發(fā)揮擴大進口對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向調(diào)節(jié)效應，其中，對科技發(fā)展水平較弱地區(qū)的正向調(diào)節(jié)作用最強。

（二）對策建議

第一，進一步提升進口便利化水平，以消費需求升級推動產(chǎn)業(yè)結構升級。首先，大力推進進口貿(mào)易促進創(chuàng)新示范區(qū)建設，制定各類旨在支持擴大進口的政策措施，切實簡化進口環(huán)節(jié)監(jiān)管程序，有效降低進口環(huán)節(jié)制度性成本。其次，要注重發(fā)揮各類進口展會平臺的作用，通過設置高端消費品展區(qū)、優(yōu)化進口商品市場布局、拓寬進口產(chǎn)品營銷渠道等方式，加大引進優(yōu)質(zhì)海外產(chǎn)品的力度，充分發(fā)揮消費進口的需求創(chuàng)造效應，引導國內(nèi)消費需求向個性、綠色、智能等高端消費轉(zhuǎn)型，以高質(zhì)量外部供給加速消費升級正向循環(huán)，通過示范效應和競爭效應激勵國內(nèi)企業(yè)增加研發(fā)支出，將資源更多投入高質(zhì)量產(chǎn)品生產(chǎn)中，推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級。

第二，積極對接個性化消費需求，培育國內(nèi)新興消費市場。消費品進口占比逐年提升有助于發(fā)揮本土超大市場規(guī)模的優(yōu)勢，有利于做大做強新興消費市場，進而催生新行業(yè)、新業(yè)態(tài)、新模式。首先，要利用好進博會、消博會等展會平臺，增加海外創(chuàng)新產(chǎn)品的曝光力度，豐富海外創(chuàng)新產(chǎn)品的消費場景，引導國內(nèi)市場形成以個性化、多元化為特征的特定消費圈層和群體。其次，積極培育新興消費需求，使之成為新的經(jīng)濟增長點。不斷完善市場監(jiān)管、加強政策支持，如加強產(chǎn)品知識產(chǎn)權保護、加大創(chuàng)新產(chǎn)品減稅力度、增強消費保障維權渠道等，促使新興消費形成較大市場規(guī)模。最后，注重提高國內(nèi)供給與新興消費需求的適配度，引導企業(yè)精準對接新興消費需求，形成以定制化、柔性化為特征的生產(chǎn)經(jīng)營模式，為新業(yè)態(tài)發(fā)展壯大奠定堅實基礎。

第三，加強區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小擴大進口對各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級影響的差異性。筆者的研究結論表明，經(jīng)濟發(fā)展和技術發(fā)展差距是不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級存在差異的原因。要以區(qū)域性戰(zhàn)略融合發(fā)展為引領，以全國統(tǒng)一大市場建設為契機，加快區(qū)域協(xié)同發(fā)展。一方面，加大對經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)的政策扶持力度，暢通商品要素資源流通渠道，切實縮小其與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的發(fā)展差距，夯實擴大進口釋放消費潛力的經(jīng)濟基礎。另一方面，要對技術發(fā)展水平滯后地區(qū)給予資金與技術扶持，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術引進等方式激活地區(qū)創(chuàng)新活力，使地區(qū)企業(yè)有能力對進口引致的創(chuàng)新需求作出正向反饋，有力賦能產(chǎn)業(yè)結構升級。

第四，大力發(fā)展普惠金融，擴大進口釋放消費潛力助力產(chǎn)業(yè)結構升級。金融發(fā)展水平具有至關重要的“調(diào)節(jié)閥”作用，必須大力發(fā)展普惠金融，提高金融服務的包容性和可得性，鞏固居民將消費潛力轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實需求的收入基礎。金融機構要借助數(shù)字技術精準對接新型消費場景，有效降低消費信貸成本，深化擴大內(nèi)需與金融發(fā)展的融合程度，提升消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的拉動作用。